تأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط The Impact of Cash Flow Asymmetric Sensitivity on Relationship between Financing Constraints and Conditional Conservatism

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

دوره 13، شماره 49، اردیبهشت 1400، صفحه 119-146   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

نویسندگان

یداله تاری وردی^{* 1}؛ ندا عمادیان²

¹گروه حسابداری،واحدتهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران،ایران

²گروه حسابداری،واحدتهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران،ایران.

چکیده

مقاله حاضر به بررسی تأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران پرداخته است. در این تحقیق تعداد 138 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی گردید. جهت آزمون فرضیه‌ها از مدل رگرسیونی خطی چندگانه (پانلی) استفاده شده است. یافته‌ها نشانمی‌دهد که محدودیت در تأمین مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر مثبت و معناداری دارد. حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبرمحافظه‌کاری مشروط تأثیر معناداری ندارد. همچنین حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط تأثیر معناداری ندارد
The Impact of Cash Flow Asymmetric Sensitivity on Relationship between Financing Constraints and Conditional Conservatism
 
Yadollah Tariverdi
Neda Emadian

This study reviewed the impact of cash flow asymmetric sensitivity on relationship between financing constraints and conditional conservatism in listed firms of Tehran Stock Exchange (TSE). In this study, 138 firms of Tehran Stock Exchange were evaluated. To test the hypothesis, themultiple linear regression modelswere used. The findings show that financing constraints have a positive& meaningful impact onconditional conservatism.AlsoCash flow asymmetric sensitivitydoesn't have positive &meaningful impact on conditional conservatism. In addition, Cash flow asymmetric sensitivity does not have a positive & meaningful impact on relationship between financing constraints and conditional conservatism.

کلیدواژه‌ها

حساسیت جریانات نقدی نامتقارن؛ محدودیت در تأمین مالی؛ محافظه‌کاری مشروط

اصل مقاله

http;//dorl.net/dor/20.1001.1.23830379.1400.13.49.6.1

 

تأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت

 در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط

 

 

 

تاریخ دریافت: 14/10/1399            تاریخ پذیرش: 16/12/1399

یداله تاری وردی^[1]

ندا عمادیان^[2]

 

 

چکیده

مقاله حاضر به بررسی تأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران پرداخته است. در این تحقیق تعداد 138 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران بررسی گردید. جهت آزمون فرضیه‌ها از مدل رگرسیونی خطی چندگانه (پانلی) استفاده شده است. یافته‌ها نشانمی‌دهد که محدودیت در تأمین مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر مثبت و معناداری دارد. حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبرمحافظه‌کاری مشروط تأثیر معناداری ندارد. همچنین حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط تأثیر معناداری ندارد.

 

واژه‌های کلیدی:حساسیت جریانات نقدی نامتقارن، محدودیت در تأمین مالی، محافظه‌کاری مشروط.

 

 

 

 

1- مقدمه

تصمیم‌گیری در شرکت‌ها با توجه به شرایط اقتصادی شرکت و عوامل مرتبط با متغیرهای موجود در بازار رقابت و اهداف بلندمدت شرکت‌ها صورت می‌گیرد (ریدیک و وایتد، 2009). شرایط مالی و اقتصادی شرکت به طور مستقیم در ارتباط با میزان و حجم جریان‌های نقدی در دست شرکت می‌باشد (آچاریا و همکاران، 2007). افزایش سرمایه‌گذاری از جمله سرمایه‌گذاری در دارایی‌های ثابت باعث افزایش تولید در بلندمدت شده و در نهایت باعث افزایش جریان‌های نقدی عملیاتی خواهد شد (آلمدیا و همکاران، 2007). از طرفی تحقیقات اخیر اشاره بر این دارند که محافظه‌کاری حسابداری، عدم قطعیت و عدم تقارن اطلاعاتی را با گزارش کمتر خوش‌بینانهدارایی‌ها و سود خالص و با گزارشگری بهنگام تر اخبار بد، می‌کاهد (گیولی و هاین[i]،2007). بر همین اساس لافونـدو واتز (2008) محافظه‌کاری را عاملی بازدارنده برای مدیران بیش از حد خوش‌بین می‌دانند؛بنابراین با توجه به مطالب مذکور هدف اصلی تحقیق بررسی تأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط می‌باشد.

ضرورت انجام این تحقیق به قرار زیراست:

در سال‌های اخیر یکی از زمینه‌های گسترده‌ای که در مجامع علمی به آن توجه فراوان شده است، مسئله نمایندگی و انگیزه مدیران جهت انتقال ثروت و ارزش شرکت به نفع خودشان بوده است. محافظه‌کاری یکی از ویژگی‌های گزارشگری مالی است که در یک میثاق محدودکننده در چارچوب اصول و مفاهیم حسابداری ایفاگر، نقش مهمی در محدود کردن رفتارهای خوش‌بینانه مدیران دارد.محافظه‌کاری یکی از ویژگی‌های برجسته گزارشگری مالی است که در سال‌های اخیر به خاطر رسوایی‌های مالی (در شرکت‌هایی مانند انرون، ورلدکام) توجه بیشتری را به خود جلب کرده است. همچنین در کشور ما نیز کمیته فنی سازمان حسابرسی در مفاهیم نظری گزارشگری مالی، محافظه‌کاری را به عنوان یکی از مؤلفه‌های خصوصیت کیفی قابل اتکا بودن در نظر گرفته، اما واژه محافظه‌کاری را به کار نبرده است بلکه از واژه احتیاط به جای آن استفاده کرده است.

از سوی دیگر تحقیقات پیرامون رابطه حساسیت جریانات نقدی و محافظه‌کاری مشروط در دنیا انجام گرفتهاست اما عمده تحقیقات انجام شده به ارائه مدل‌هایی در خصوص این پدیده مهم و تأثیرگذار بر تصمیمات استفاده‌کنندگان از اطلاعات مالی است، بنابراین تحقیق حاضر در راستای نیاز به غنی‌تر نمودن تحقیق‌های حسابداری در این خصوص و همچنین آگاهی بخشیدن به سرمایه‌گذاران در مورد این موضوع است که آیا حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط تأثیر دارد یا خیر؟

 

2-  مبانی نظری

2-1- حساسیت جریان نقدی وجه نقد

میزان انباشته سازی جریان‌های نقدی که از آن با عنوان "حساسیت جریان نقدی وجه نقد" یاد می­شود، تحت تأثیر سایر ویژگی‌های شرکت قرار می‌گیرد، اما به طور کلی می‌توان انتظار داشت که میزان ذخایر نقدی با میزان جریان‌های نقدی در یک راستا حرکت کند (اپلر و همکاران،1999). ازکان و ازکان (2004) با انجام تحقیقی به این نتیجه رسیدند که انتظار می‌رودشرکت‌های با جریان وجه نقد فرارتر (جریان‌های نقدی که انتظار می‌رود در آینده‌ای نزدیک به مصرف برسند)، به منظور کاهش هزینه‌های ناشی از کمبود نقدینگی، وجه نقد بیشتری نگهداری نمایند. هنگامی که شرکت‌ها با جریان‌های نقدی مثبتی روبه‌رو هستند، به علت انگیزه مدیران در استفاده از فرصت‌های مناسب سرمایه‌گذاری به کاهش سطح نگهداشت وجه نقد و هدایت منابع نقدی به سوی سرمایه‌گذاری‌ها اقدام خواهند نمود. در نقطه مقابل، رویارویی شرکت با وضعیت جریان‌های نقدی منفی، مدیران را به علت نیاز به حمایت از پروژه‌های زیان‌آور موجود و جلوگیری از انتشار خبر بد ناشی از وجود جریان‌های نقدی منفی به بازار، به سوی افزایش سطح نگهداشت وجه نقد سوق می­دهد (ریدیک،وایتد،2009).

 

2-2- محدودیت در تأمین مالی

بررسی اثر محدودیت‌های مالی بر رویه و سیاست‌های سرمایه‌گذاری و تأمین مالی شرکت­ها یکی از موضوعات بحث‌انگیز در بین محققین است. این حیطه از تحقیق­‌های حسابداری به دو دسته عمده بررسی اثر محدودیت‌های مالی بر حساسیت جریان نقد سرمایه‌گذاری و بررسی اثر محدودیت‌های مالی بر حساسیت جریان نقدی وجه نقد تفکیک شده است. برخی محققین استدلال نموده‌اند، شرکت‌های با محدودیت‌های مالی شدید (شرکت‌های با دسترسی پایین و پرهزینه به منابع وجوه خارجی)، در هنگام تصمیم‌گیری‌های سرمایه‌گذاری بر جریاننقدی تأکید بیشتری می‌کنند. به عبارتی با افزایش اختلاف بین هزینه تأمین مالی داخلی و خارجی، حساسیت سرمایه‌گذاری به وجوه داخلی باید افزایش یابد (المیدا و کامپلو 2007).

 

2-3- محافظه‌کاری مشروط

(بیورورایان، 2005)، محافظه‌کاری درآمدی، محافظه‌کاری واقعی^[ii] (ریچاردسون و همکاران، 2005)، محافظه‌کاری وابسته به اخبار (چاندرا و همکاران 2004)و عدم تقارن زمانی درآمدی (باسو،1997) نامیده می‌شود، باسو محافظه‌کاری را بدین صورت تعریف کرده است: «محافظه‌کاری عبارت است از تائید پذیری متفاوت لازم برای شناسایی درآمدها و هزینه‌هاکه منجر به کم نمایی سود و دارایی‌ها می­شود» این تعریف بیانگر محافظه‌کاری مشروط است که با عدم تقارن زمانی در شناسایی زیان­ها نسبت به سودها در ارتباط می‌باشد، به‌گونه‌ای که زیان­های مورد انتظار بلافاصله به محض معلوم شدن، شناسایی می­شوند اما سودهای مورد انتظار تا زمان قطعی شدن، شناسایی نمی‌شوند از منظری دیگر، محافظه‌کاری واقعی دلالت به شناسایی به موقع­تر اثر درآمدی اخبار بد نسبت به اخبار خوب است (غلامرضا کردستانی؛ محمد اصل روستا 1392). مثال­هایی از این نوع محافظه­کاری شامل اقل بهای تمام شده یا ارزش بازار، حذف سرقفلی براثر آزمون کاهش آن و شناسایی نامتناسب زیان­های احتمالی و عایدات احتمالی است (شهناز مشایخ، شیوا میمنت آبادی1393). می­توان این‌طور نیز بیان کرد که محافظه­کاری مشروط (موقت) اشاره به زمانی دارد که تغییرات برآوردهای حسابداری در طول زمان منجر به خلق ذخائری مخفی (خارج از ترازنامه) یا ذخائر مازاد می­گردد که در آینده، این ذخایر ممکن است برگردند. از سویی عموماً اصول کلی پذیرفته شده حسابداری، مستلزم حذف اخبار بد در ارتباط با موجودی­ها، سرقفلیو زیان‌های احتمالی است؛ اما ثبت نمودن اخبار خوب را منع می‌نماید، مشروط بر آنکه قیمت حقوق صاحبان سهام به طور مؤثری دربردارنده اخبار بد و خوب باشد، بکارگیری محافظه‌کاری واقعی در ضریب شیب رگرسیون عایدات به بازده‌ها برای واحدهای تجاری با بازده منفی بیشتر است (واحدهای تجاری دارای اخبار بد) و این شیب بیشتر از وقتی است که بازده مثبت باشد (واحدهای تجاری دارای اخبار خوب)(کرمی و همکاران،1388). حساسیت جریانات نقدی نامتقارن سه عامل را تحت تأثیر قرار می­دهد: 1- قراردادهای پروژه‌های الزام‌آور 2- نگهداری اخبار بد 3- هزینه‌های نمایندگی.  در توضیح عوامل بالا می­توان گفت که حساسیت جریانات نقدی نامتقارن وقتی در واحد اقتصادی افزایش یابد منجر به کاهش انعطاف‌پذیر مالی می­شود که این مهم می­تواند مدیر را وادار نماید تا از رویکرد محافظه‌کارانه کمتری استفاده نماید زیرا صرفاً در این صورت است که مدیر اخبار بد را نگهداری می­کند. به بیانی دیگر زمانی که جریانات نقدی با حساسیت نامتقارن مواجه گردند این مهم منجر به گزارش بیشتر خوش‌بینانه دارایی‌ها و سود خالص و با گزارشگری بهنگام تر اخبار خوب، می­شود (گیولی و هاین[iii]،2007).

یکی از عوامل تأثیرگذار بر سطح نگهداری وجه نقد اندازه شرکت می‌باشد بر همین اساس شرکت‌های بزرگی که اعتبار بانکی دارند و کمتر با حساسیت جریانات نقدی مواجه هستند با نرخ بهتری می­توانند استقراض کنند و قادرند در صورت لزوم وجوه را راحت‌تر کسب کنند. علاوه بر این، شرکت‌های بزرگ همواره می­توانند بخشی از دارایی‌های غیرضروری خود را برای کسب وجوه، به‌ فروش رسانند (آیدین و نسلیهن[iv]،2004). طبق نظریه سلسله مراتب تأمین مالی که توسط میرز و مجلوف[v] (2005) مطرح گردید، شرکت‌ها تأمین مالی از منابع داخل شرکت را به تأمین مالی خارجی که به اطلاعات حساس است، ترجیح می­دهند. این نظریه بر مبنای این فرض قرار دارد که افراد داخل شرکت آگاه‌تر از سهامداران هستند. اگر منابع داخل شرکت، برای تأمین مالی برنامه­های سرمایه‌گذاری بهینه، کافی نباشد و عدم تقارن اطلاعاتی نیز مانع شود، مدیران ممکن است مجبور به صرف‌نظر کردن از پروژه‌های سودآور شوند (دربتس[vi]،2010). محدودیت در تأمین مالی نیز یکی از عواملی است که می‌تواند سطح محافظه‌کاری واحد اقتصادی را تحت تأثیر قرار دهد زیرا وقتی واحد اقتصادی با محدودیت در تأمین مالی مواجه گردد مدیر از نفوذ نمایندگی خود بهره جسته و منجر به کاهش محافظه‌کاری می­گردد. بر همین اساس لافونـدو واتز (2008) محافظه‌کاری را عاملی بازدارنده برای مدیران بیش از حد خوش‌بین می­دانند. همچنین در مورد قراردادهای بدهی و تأمین مالی با انتخاب رویه‌های حسابداری دو فرضیه جایگزین وجود دارد، فرضیه نخست به عنوان فرضیه سنتی بدهی بیان می­کند که مدیران انتخاب رویه‌های حسابداری جسورانه انگیزه دارند زیرا قراردادهای بدهی و تأمین مالی به طور معمول دارای شروط تعیین شده مرتبط با متغیرهای حسابداری (برای مثال، حداقل نسبت بدهی تعیین شده) هستند که نقض آن سبب تحمیل هزینه به شرکت می­شود. رویه‌های حسابداری افزاینده سود در جلوگیری از نقص این شروط سودمند هستند؛ بنابراین سرمایه‌گذاران و اعتباردهندگان با بررسی وضعیت شرکت، اقدام به سرمایه‌گذاری و دادن وام به شرکت می­نمایند. وضعیت شرکت را می­توان از طریق گزارش­های مالی مورد بررسی قرار داد. این گزارش­ها طبق رویه­های حسابداری تهیه می­شود.یکی از رویه­های حسابداری، محافظه‌کاری است. (سید کاظم ابراهیمی؛ منصور احمدی مقدم،1394).

در مورد روابط بین حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط نیز می­توان گفت که هنگامی که واحد اقتصادی با حساسیت جریانات نقدی نامتقارن مواجه می­شود اعتباردهندگان در ارائه اعتبار به واحد اقتصادی حساسیت بیشتری از خود نشان داده و این مورد منجر به محدودیت در تأمین مالی بنگاه می­شود لذا مدیر برای اینکه وضعیت واحد اقتصادی را مطلوب نشان دهد (تئوری نمایندگی) بر همین اساس از رویکرد عدم محافظه‌کاری استفاده می­نمایند.

 

3- پیشینه تحقیق

آلایانیس و موزامدار (2004) اقدام به بررسی همزمان حساسیت جریانات نقدی وجه نقد و حساسیت جریان نقدی­ سرمایه‌گذاری بر محدودیت مالی کردند.آن­ها نشان دادند که شرکت‌های با محدودیت مالی نسبت به شرکت‌های بدون محدودیت مالی از حساسیت جریان نقدی سرمایه‌گذاری بیشتری برخوردار هستند؛اما حساسیت جریانات نقدی وجه نقد در شرکت‌های با محدودیت مالی و در شرکت‌های بدون محدودیت مالی معنادار نمی­باشد.

آلمیدا و همکاران (2007)، از ارتباط بین محدودیت­های مالی و تقاضای شرکت برای نقدینگی برای توسعه آزمونی جدید برای بررسی اثر محدودیت‌های مالی لنسینگ و دیگران (2003) اثر گروه‌های تجاری را بر رفتار شرکت‌ها در کشور هند بررسی نمودند. آن‌ها با استفاده از داده‌های 694 شرکت هندی در طی دوره زمانی 1997-1989 اقدام به برآورد سرمایه‌گذاری نموده و شواهدی بدست آورند که حساسیت سرمایه‌گذاری به جریان نقدی برای گروه‌های تجاری بسیار پایین‌تر بود. این موضوع پیشنهاد می‌کند که شرکت‌های عضو گروه‌های تجاری نسبت به سایر شرکت‌ها دسترسی بهتری به وجوه خارجی دارند.

هارفورد، کشک و مانسی (2008) با مطالعه روی نمونه‌ای از شرکت‌های تولیدی آمریکا، عدم تقارن حساسیت نگه داشت وجه نقد نسبت به جریان نقد را مورد بررسی قرار دادند. نتایج تحقیق آنان نشان داد که حساسیت جریان نقدی وجه نقد، زمانی که شرکتی با جریان نقدی مثبت مواجه می‌شود، منفی است و اما هنگامی که شرکتی با جریان نقد منفی روبه‌رو می­شود، مثبت است که این نتیجه حاکی از نامتقارن بودن حساسیت جریان نقدی است.

دیچا و همکارن (2012) آ­­ن­ها به بررسی حساسیت جریانات نقدی نامتقارن در شرکت‌های با محدودیت مالی و شرکت‌های بدون محدودیت مالی پرداختند. آن­ها برای حساسیت جریانات نقدی از مدل ریدیک و ویتد (2009) استفاده کردند. آن­ها دریافتند که شرکت‌های دارای جریانات نقدی منفی، نسبت به شرکت‌های دارای جریان وجه نقد مثبت، حساسیت جریانات نقدی متفاوتی دارند؛که این تفاوت همان حساسیت جریانات نقدی نامتقارن است. همچنین آن­ها به این نتیجه رسیدند که شرکت‌های دارای محدودیت مالی، حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بیشتری، نسبت به شرکت‌های بدون محدودیت مالی دارند.

دچو و همکاران (2012) حساسیت نامتقارن نگهداشت موجودی نقد به جریان‌های نقدی را در شرکت­های چین بین سال­های 1972 تا 2006 مورد بررسی قرار دادند و به این نتیجه رسیدند که حساسیت موجودی نقد به جریان‌های نقدی منفی است، خصوصاً هنگامی که یک شرکت با یک محیط جریان نقدی مواجه است.

دانیل و همکاران (2014) در تحقیقی به بررسی تأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری پرداختند. آن­ها در این تحقیق محافظه‌کاری را از دید محافظه‌کاری مشروط مورد بررسی قرار دادند و دریافتند که محدودیت در تأمین مالی و حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر منفی و معناداری دارد.

دمیتری بیزالو و سودیپتا باسو (2016) به بررسی محافظه‌کاری مشروط و اندیکاتورهای تفکیکی اخبار بد در مدل­های اقلام تعهدی پرداختند. آن­ها دریافتند که محافظه‌کاری مشروط بخش جدا نشدنی از فرایند اقلام تعهدی نرمال است اما غالباً جزو بخش‌هایی است که در مدل‌سازی گنجانده نمی‌شود. عوامل تعیین‌کننده اقتصادی استاندارد اقلام تعهدی، اطلاعاتی درباره زیان‌های تحقق نیافته در خود نهفته دارد. استدلال آن­ها این است که حسابداران این زیان‌های تحقق نیافته را بعنوان تقلیل ارزش تفکیک شده گروهی از دارایی‌ها شناسایی می‌کنند. مدل‌سازی کاهش ارزش دارایی بینش اقتصادی جدیدی درباره اقلام تعهدی و مدل‌های اقلام تعهدی اصلاح شده بدست می‌دهد. آن­ها پیش‌بینی می‌کنند که محافظه‌کاری اقلام تعهدی به جای آن­که عدم تقارن اطلاعاتی متغیر جایگزین خبری تراکمی ستونی باشد، نمایانگر مجموع عدم تقارن‌های اطلاعاتی بردار اندیکاتورهای خبری است. همچنین آن­ها به این نتیجه رسیدند که اندیکاتورهای تفصیلی سطح مقطعی و ربعی دارای اثر افزایشی بر اقلام تعهدی سطح شرکتی سالیانه هستند. نتایج تجربی بدست آمده در مورد شرکت‌های آمریکایی از این پیش‌بینی پشتیبانی می‌کنند. عدم تقارن در اقلام تعهدی با محافظه‌کاری در آزمون‌های اعتبارسنجی سازگاری دارد.

حسینپور (1384)، در تحقیقی با عنوان «بررسی رابطه بین عوامل مؤثر و حساسیت­ جریان نقدی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران» به بررسی رابطه بین اندازه، ارزش افزوده، درصد سود تقسیمی، سابقه فعالیت شرکت و «حساسیت سرمایه‌گذاری­ جریان نقدی» پرداخت وی با بررسی 87 شرکت طی یک دوره پنجساله، دریافت که بین اندازه، ارزش افزوده، نسبت سود تقسیمی شرکت و حساسیت سرمایه‌گذاری­ جریان نقدی رابطه‌ای وجود ندارد. مطالعه آن­ها، کارایی معیارها سنتی مالی را ارزیابی نمود.

آقایی (1388)، در تحقیقی به عنوان «بررسی عوامل مؤثر بر نگهداری موجودی­های نقدی در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران» به برآورد معادله ذخایر نقدی بهینه شرکت­ها با استفاده از متغیرهای مالی پرداختند. آن‌ها پس از آزمون ضرایب معادله ذخایر نقدی بهینه، دریافتند که حساب‌های دریافتنی، خالص سرمایه در گردش، موجودی کالا و بدهی­های کوتاه‌مدت به ترتیب از مهمترین عوامل دارای تأثیر منفی در نگهداری موجودی­های نقدی هستند. از طرف دیگر، فرصت­های رشد شرکت، سود تقسیمی، نوسان جریان‌های نقدی و سود خالص به ترتیب مهمترین عوامل دارای تأثیر مثبت بر نگهداری موجودی نقدی هستند آن­ها شواهد کافی در مورد تأثیر منفی بدهی­های بلندمدت و اندازه شرکت­ها بر نگهداری موجودی­های نقدی به دست نیاوردند.

تهرانی و حصارزاده (1388)، به بررسی تأثیر جریان­های نقدی آزاد و محدودیت تأمین مالی بر سطوح سرمایه‌گذاری در 120 شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران طی دوره زمانی 1379-1385 پرداختند. نتایج تحقیق آن­ها نشان می­دهد که رابطه بین جریان‌های نقدی آزاد و سطوح سرمایه‌گذاری، مستقیم و به لحاظ آماری، معنی­دار است.

کاشانیپور و نقیزاده (1388)، به بررسی اثر محدودیت­های مالی بر تغییرات سطوح نگهداری وجه نقد در برابر تغییرات در جریان­های نقدی پرداختند. با استفاده از معیارهای متعدد (اندازه شرکت، عمر شرکت، نسبت سود تقسیمی و گروه تجاری) به عنوان نماینده­ای از وجود محدودیت‌های مالی، نشان داده شد که جریان­های نقدی تأثیر معناداری بر سطوح نگهداری وجوه نقد ندارد و همچنین تفاوت معناداری بین حساسیت جریان نقدی وجه نقد شرکت­های با محدودیت مالی و بدون محدودیت مالی نیست.

ملکیان،احمدپور و محمدی (1390) به بررسی رابطه بین وجه نقد نگهداری شده و عوامل تعیین‌کننده آن پرداختند. یافته­های پژوهش نشان داد بین اندازه شرکت،دارایی­های ثابت و اهرم با وجه نقد نگهداری شده،رابطه منفی وجود دارد.

قربانی و عدیلی (1391) با هدف بررسی رابطه بین نگه‌داشت وجه نقد و ارزش شرکت در وضعیت عدم تقارن اطلاعاتی، تحقیقی انجام دادند. در تحقیق آن­ها صدوپنج شرکت نمونه انتخاب شدند و طی دوره زمانی 1382 الی 1389 مورد بررسی قرار گرفتند. نتایج تحقیق حاکی است که در وضعیت عدم تقارن اطلاعاتی، بین نگه داشت وجه نقد و ارزش شرکت رابطه معکوس معناداری وجود دارد و یافته ها تأییدکننده نظریه جریان نقدی آزاد هستند.

سالاری (1393) در تحقیقی به بررسی تأثیر نظارت خارجی بر رابطه محدودیت مالی نشات گرفته از دارایی­های نقدی و حساسیت جریان نقدی نامتقارن در شرکت­های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران پرداخت. ویبا استفاده از 138 شرکت طی سال‌های 1387 تا سال 1392 دریافت که نظارت خارجی بر حساسیت جریان نقدی نامتقارن تأثیر منفی، محدودیت مالی نشات گرفته از دارایی­های نقدی بر حساسیت جریان نقدی نامتقارن تأثیر مثبت و نظارت خارجی بر رابطه محدودیت مالی نشأت گرفته از دارایی­های نقدی و حساسیت جریان نقدی نامتقارن تأثیر مثبت و معناداری دارد.

سید کاظم ابراهیمی،منصور احمدی مقدم (1394)، در تحقیقی به بررسی رابطه بین محدودیت در تأمین مالی با محافظه‌کاری مشروط و غیر مشروط در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران پرداختند،یافته­های این پژوهش نشان می­دهد که محدودیت در تأمین مالی نقش مهمی را در شکل‌دهی رفتار گزارشگری مالی مدیران ایفا می­کند.از سوی دیگر چون مدیران بازه‌های متفاوتی در نتیجه اخبار خوب و بد در سود به­دست می‌آورند، برای گزارشگری فرصت‌طلبانه انگیزه زیادی دارند.محافظه‌کاری فرصت‌طلبی مدیریت را محدود کرده و موجب افزایش کارایی قراردادهای تأمین مالی می­شود.از این رو شناسایی عوامل مرتبط با محافظه‌کاری موجب کمک به سرمایه‌گذاران در تصمیم‌گیری و تسهیل کنترل سیاست­های سرمایه‌گذاری می­شود.

داریوش فروغی،هادی امیری و سعید فرزادی (1395)در تحقیق بهبررسی تأثیر سازوکارهای نظارتی سهامداران نهادی بر رابطه جریان‌های نقدی و تغییرات سطح نگهداشت وجه نقد شرکت­های بورس اوراق بهادار تهران پرداختند ، یافته‌های پژوهش نشان می­دهد که شرکت­های دارای جریان نقدی مثبت، تغییرات منفی در سطح نگهداشت وجه نقد داشته و از سوی دیگر شرکت­های دارای جریانات نقدی منفی، تغییرات مثبتی در سطح نگهداشت وجوه نقدشان دارند.این موضوع با توجه به سازوکار مورد انتظار از حضور سهامداران نهادی به عنوان عضو غیرموظف در ترکیب هیئت‌مدیره از نقش ضعیف این سهامداران در ایفای کنترل­های لازم حکایت دارد.

 

4-  فرضیه‌های تحقیق

به منظور بررسی تأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط در شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، فرضیه­های زیر تدوین و مورد آزمون قرار گرفته است:

فرضیه اول:محدودیت در تأمین مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر معنادار دارد.

فرضیه دوم:حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبرمحافظه‌کاری مشروط تأثیر معنادار دارد.

فرضیه سوم:حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط تأثیر معنادار دارد.

 

5- روش تحقیق

این تحقیق از لحاظ روش همبستگی و از لحاظ هدف کاربردی می‌باشد. همچنین از آنجا که این نوشتار به توصیف آنچه که هست یا توصیف شرایط موجود بدون دخل و تصرف (و نه به الزام و توصیه خاص) و با توجه به آن که قضاوت­های ارزشی در این تحقیق کم‌رنگ است، تحقیق حاضر در زمره تحقیقات توصیفی حسابداری به شمار می‌رود. به علاوه با توجه به اینکه از اطلاعات تاریخی در آزمون فرضیات آن استفاده خواهد شد در گروه تحقیقات شبه آزمایشی طبقه‌بندیمی‌گردد. همچنین تحقیق حاضر به لحاظ معرفت‌شناسی از نوع تجربه‌گرا، سیستم استدلال آن استقرایی و به لحاظ نوع مطالعه میدانی- کتابخانه‌ای با استفاده از اطلاعات تاریخی به صورت پس رویدای (استفاده از اطلاعات گذشته) می‌باشد.

6-  جامعه و نمونه آماری تحقیق

دوره زمانی این تحقیق از سال 1387 تا سال 1393 در نظر گرفته شده است و جامعه آماری آن متشکل از کلیه شرکت­های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران است.

در تحقیق حاضر برای تعیین نمونه آماری، از رابطه خاصی جهت برآورد حجم نمونه و نمونه‌گیری استفاده نشده است بلکه از روش حذفی استفاده گردیده است. به عبارت دیگر آن دسته از شرکت­های جامعه آماری که شرایط زیر را دارا بودند، به عنوان نمونه آماری انتخاب و مابقی حذف‌شده‌اند شرایط انتخاب نمونه به صورت زیرارائه شده است. شرایط انتخاب و تعداد شرکت­ها در هر مرحله به شرح جدول 1ارائه شده است.

1)   برای رعایت قابلیت مقایسه پذیری آن­ها،سالمالیشرکت­هامنتهیبهپایاناسفندماههرسالباشد.

2)   طیقلمروزمانیپژوهش،هیچگونهتوقففعالیتنداشتهودورهمالیخودراتغییر ندادهباشند.

3)   کلیهاطلاعاتموردنیازازشرکت­هابرایپژوهشدردسترسباشد.

4)   جزء بانک­ها و مؤسسات مالی (شرکت­هایسرمایه‌گذاری، واسطه‌گران مالی، شرکت­های هلدینگ و لیزینگ­ها) نباشند.

 

جدول 1- شرایط انتخاب و تعداد شرکت‌ها

شرایط انتخاب	تعداد شرکت‌ها
تعدادشرکت­های پذیرفتهشدهدربورستا 29/12/1392	470
تعدادشرکت­های حذفشدهقبلاز29/12/1392	(144)
تعدادشرکت­های درجشدهبعداز 01/01/1387	(34)
تعدادشرکت­های سرمایه‌گذاری،بانکوبیمهوهلدینگ	(54)
تعدادشرکت­هایی کهپایانسالمالی آن­هامنتهی به 29/12 نیستو یاتغییرسالمالی داشته‌اندواطلاعاتآن­هادردسترسنبود	(50)
شرکت­های فاقدارزشبازاروشرکت­هایی کهبرخی اطلاعاتآن‌هادردسترسنبود	(50)
تعدادنمونهنهایی	138

منبع: یافته‌های پژوهشگر

7- روش‌هاوابزارتجزیه‌وتحلیلداده‌ها

پس از جمع‌آوری داده­هایی که برای انجام تحقیق مورد نیاز است، انتخاب ابزاری مناسب به منظور محاسبه و تجزیه‌وتحلیل اطلاعات مربوط به متغیرها، اهمیت خاصی دارد. به منظور انجام محاسبات و آماده نمودن داده­ها و اطلاعات مورد نیاز تحقیق و همچنین تجزیه‌وتحلیل آن­ها، از نرم‌افزارهای Excel و Eviews (نسخه 7) استفاده شده است.

 

8- متغیرهای تحقیق و تعاریف عملیاتی آن­ها

با توجه به اینکه در این تحقیق تأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروطرا مورد بررسی قرار می‌دهیم،حساسیت جریانات نقدی نامتقارن و محدودیت در تأمین مالی به عنوان متغیرهایمستقل و محافظه‌کاری مشروط به عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته شده است.

مدل فرضیه اول:

CC _i,t = β₀ + β₁ FC _i,t + β₂ SIZE _i,t + β₃ LEV _i,t + β₄ GRO _i,t + β₅ MB _i,t + β₆ ROE _i,t + ε

 

مدل فرضیه دوم:

CC _i,t = β₀ + β₁ ACF _i,t + β₂ SIZE _i,t + β₃ LEV _i,t + β₄ GRO _i,t + β₅ MB _i,t + β₆ ROE _i,t + ε

 

مدل فرضیه سوم:

CC _i,t = β₀ + β₁ FC _i,t + β₂ ACF _i,t + β₃ ACF * FC _i,t + β₄ SIZE _i,t + β₅ LEV _i,t + β₆ GRO _i,t + β₇ MB _i,t + β₈ ROE _i,t + ε

 

CC: محافظه‌کاری مشروط در شرکت i و در سال t

FC: محدودیت در تأمین مالی در شرکت i و در سال t

ACF: حساسیت جریانات نقدی نامتقارن در شرکت i و در سال t

SIZE: اندازه شرکت در شرکت i و در سال t

LEV: اهرم مالی در شرکت i و در سال t

GRO: رشد دارایی‌ها در شرکت i و در سال t

MB: ارزش بازار به ارزش دفتری در شرکت i و در سال t

ROE: نرخ بازده حقوق صاحبان سهام در شرکت i و در سال t

 

8-1- متغیر وابسته

در این تحقیق برای اندازه‌گیری محافظه‌کاری مشروط از مدل بال و شیواکومار^[vii] به شرح رابطه 4 استفاده می‌شود:

TACC_it= α₀+ α₁DCFO_it+ α₂CFO_it+ α₃DCFO_it* CFO_it+ ε (4)

 

TACC_it= مجموعاقلام تعهدی

=CFO_it جریان نقد حاصل از عملیات

=DCFO_itیک متغیر مجازی استکه اگر CFO منفی باشد مقدار این متغیر معادل یک ودر غیر اینصورت برابر با صفر است.

همه متغیرهای مندرج در معادله فوق به وسیله مانده ابتدای دوره مجموع دارایی‌ها مقیاس زدایی می­شوند. نقش اقلام تعهدی در کاهش اخلال که می‌تواند در جریان نقد حاصل از فعالیت­های عملیاتی به وجود آید در a₂3<0می‌شود، بنابراین در این مدل ضریب α₃شاخص محافظه‌کاری می‌باشد.

 

8-2- متغیرهای مستقل

8-2-1- حساسیت جریان نقدی نامتقارن

در این تحقیق متغیر مستقل حساسیت جریان نقدی نامتقارن می‌باشد که با توجه به نظر دیچا و همکاران (2012) به طور کلی شرکت­هایی که دارای جریانات نقد منفی هستند، حساسیت جریانات نقدی نامتقارن گفته می‌شود. زیرا جریانات نقدی منفی نامتقارن منجر به حساسیت متفاوت در جریانات نقدی نسبت به تفاوت جریانات نقدی مثبت می‌شود. (مدهانی، 2008). نحوه محاسبه حساسیت جریان نقدی نامتقارن به صورت زیر می‌باشد:

 

 

همچنین برای اندازه‌گیری حساسیت جریان نقدی از مدل 5 استفاده می‌شود:

(5)

که در آن:

 = برابر است با حساسیت جریان نقدی.

 = برابر است با نسبت جریان نقدی که نحوه محاسبه آن به صورت رابطه 6 می‌باشد:

(6)  

 

 = برابر است با متغیر مصنوعی جریان‌های نقدی منفی که در صورتی که شرکت در سال مورد بررسی دارای جریان نقدی منفی باشد برابر 1 و در غیر این‌صورت برابر صفر خواهد بود.

 

8-2-2-محدودیت در تأمین مالی

در این تحقیق برای محاسبه محدودیت در تأمین مالی از شاخص kzاستفاده شده است، دگمی (2006) با بسط مطالعه کاپلان و زینگالاس (1977) بر روی معیارهای دارای محدودیت در تأمین مالی، شاخصی را ارائه نموده که بر اساس آن می‌توان شرکت­هایی را که در تأمین مالی محدودیت دارند، شناسایی نمود. بر اساس این شاخص، شرکت­هایی که دارای بیشترین مقادیر حاصل از این شاخص باشند دارای بیشترین محدودیت در تأمین مالی ارزیابی می‌گردند. نحوه محاسبه این شاخص به قرار رابطه 7 است:

KZ = -1.002 * CF+0.383 * Q Tobin+ 3.139 * LEV-39.368 * DIV - 1.315 * C (7)  

 

که در آن:

KZ: شاخص محدودیت در تأمین مالی

CF: جریانات نقد تقسیم بر دارایی

:QTobin شاخص کیوتوبین

:LEV نسبت بدهی بر دارایی

:DIV سود تقسیمی بر دارایی

:Cموجودی نقد

اما با توجه به اینکه مدل مذکور بر اساس فضای اقتصادی آمریکا می‌باشد بنابراین مدل حاضر باید تعدیل شود، در این تحقیق ما از مدل تعدیل شده‌ای که تهرانی و حصارزاده (1388) از آن استفاده نموده ما نیز از آن استفادهمی‌کنیم.

 

KZ = 17.330- 37.486* C- 15.216 * DIV + 3.394 * LEV - 1.402 * Q Tobin (8) 

 

قابل ذکر است که مدل بالا بر اساس فضای اقتصادی ایران برازش شده. در ادامه پساز محاسبه مدل بالا برای هر سال- شرکت از KZ های نمونه آماری پنجک گرفته و پس از آن سال- شرکت­هایی که در پنجک چهارم و پنجم قرار بگیرند، شرکت­های دارای محدودیت در تأمین مالی هستند.

 

8-3- متغیرهای کنترلی

همچنین در این تحقیق بر اساس تحقیقات انجام شده متغیرهای ذیل به عنوان متغیرهای کنترلی در نظر گرفته شده‌اند.

- اندازه شرکت:که از لگاریتم طبیعی جمع دارایی­های پایان دوره بدست می‌آید.

زیمرمن (1983) بیان می­کند که شرکت­های بزرگتر به علت وجود حساسیت­های سیاسی بیشتر، محافظه­کاری بیشتری اعمال می­نمایند (تئوری هزینه سیاسی) در تحقیق حاضر به پیروی از تحقیقات انجام شده در ادبیات مربوطه، می­توان از دو متغیر به عنوان معیار اندازه شرکت کمک گرفت. دراشید و زانگ (2003) از لگاریتم طبیعی جمع دارایی­های پایان دوره و زیمرمن (1983) از لگاریتم جمع درآمد فروش به عنوان نماینده اندازه شرکت استفاده نموده‌اند. درآمد فروش، اثر ساختاری مستقیم بر سود دارد. این اثر درونی می­تواند نتایج تحقیق را دستخوش روابطی نماید که مورد نظر محقق نبوده بنابراین از لگاریتم طبیعی جمع دارایی‌ها برای اندازه شرکت استفاده می­شود (کانو ردریگز، 1390).

- اهرم مالی: این متغیر از تقسیم کل بدهی به کل دارایی­های پایان دوره بدست می‌آید.

روش­های حسابداری، با اهرم مالی مرتبط هستند، چرا که یکی از معیارهای مورد توجه اعتباردهندگان (در ایران، بانک‌ها)، نسبت بدهی شرکت­هاست. بنــابراین، هر چقــدر نسبت بدهی شرکـت­ها بــالاتر باشد، تمایل شرکـت­ها برای استفاده از روش­های محافظــه­کارانــه کمتر می­گردد. در نتیجه، انتـظار می­رود کــهمدیـران شرکت­ها برای کـاهش احتمال عدم پذیرش درخواستوامو جلوگیری از تحمـیل هزینه‌های بهره بالاتر، محافظه‌کاری کمتری در صورت‌های مالی خود اعمال نمایند (حساس یگانه و شهریاری،1389).

- نسبت رشد دارایی‌ها: این متغیر از تغییر دارایی­ها نسبت به دارایی اول دوره بدست می­آید.

افزایش دارایی­های پایان دوره، نسبت به دارایی­های اول دوره، در نتیجه خرید دارایی­های ثابت اتفاق می­افتد. خرید دارایی­های ثابت نیز منجر به هزینه استهلاک بیشتر و در نتیجه کاهش سود ارائه شده می­شود.

- ارزش بازار به ارزش دفتری: این متغیر از تقسیم ارزش بازار سهام شرکت در پایان سال به ارزش دفتری حقوق صاحبان سهام بدست می­آید.

افزایش ارزش بازار به ارزش دفتری می­تواند به علت عدم ثبت برخی از سودها و یا ثبت بیشتر از واقع زیان­ها باشد. این امر می­تواندباعث کاهش سود و درنتیجه، افزایش محافظه‌کاری شود.

-  نرخ بازده حقوق صاحبان سهام: این متغیر از تقسیم سود خالص به کل حقوق صاحبان سهام بدست می‌آید.

نرخ بازده حقوق صاحبان سهام، در قراردادهای پاداش مدیران، چه به صراحت و چه به صـورت تلویــحی، استفاده می­شود. شواهد گسترده­ای از استفاده آشکار از طرح­های پاداش سالانه در طرح­های عملکرد بلندمدت مدیران عامل شرکت­ها وجود دارد. استفاده تلویحی از معیار نرخ بازده حقوق صاحبان سهام برای ارزیابی هیئت‌مدیره و پاداش‌دهی به مدیران عالی‌رتبه نیز در رابطه بین معیار نرخ بازده حقوق صاحبان سهام و معیارهای متفاوت پرداختی به مدیران وجود دارد واتـس (2003)، عقیـده دارد که مـدیران شـرکت­هایی که طرح پــاداش دارند، احتمال بیشتری دارد که روش­هـای محافظه‌کارانه را کنار بگذارند (واتس،2003). بر همین اساس، اگر بخشی از پاداش مدیران به سود حسابداری (صورت کسرنرخ بازده حقوق صاحبان سهام) مربوط باشد، مدیریت این شرکت­ها تمایل به استفاده از روش­های نامحافظه‌کارانه دارند.از آنجا که شرکت­های ایرانی، وجود طـرح­های پاداش خود را  اعمال نمی­­نمایند، نرخ بازده حقوق صاحبان سهام به عنوان معیار نماینده انتخاب شده است. 

 

9-  یافته‌های تحقیق

9-1- آمارتوصیفی داده­ها

درروش‌های توصیفی تلاش بر آن است تا با ارائه جدول و استفاده از ابزارهای آمار توصیفی نظیر شاخص­های مرکزی و پراکندگی، به توصیف داده­های تحقیق پرداخته شودتا این امر به شفافیت موضوع کمک کند. آمار توصیفی متغیرهای تحقیق در جدول 2 آمده است.

با توجه به اینکه از روش ترکیب داده‌های پانلی برای آزمون فرضیه­های تحقیق استفاده می‌کنیم، تعداد مشاهدات سال- شرکت بر اساس داده‌های ترکیبی متوازن، 966 مشاهده بوده است. با توجه به آماره توصیفی، می‌توان شاخص­های بالا را به شاخص­های مرکزی و پراکندگی و سایر شاخص­ها تقسیم نمودکه شاخص­های مرکزی عبارت از شاخص میانگین و میانه، شاخص­های پراکندگی عبارت از شاخص انحراف معیار و سایر شاخص­ها عبارت از شاخص حداقل، حداکثر، چولگی و کشیدگی می‌باشد؛که به طور خلاصه شاخص میانگین در زیر توضیح داده شده است. مثلاً میانگین محدودیت در تأمین مالی نشان می‌دهد که شرکت­ها نمونه آماری تحقیق حدود 40 درصد دارای محدودیت در تأمین مالی و 60 درصد دارای عدم محدودیت در تأمین مالی است.

 

جدول 2- آمار توصیفی متغیرهای تحقیق در شرکت‌های نمونه

متغیر	علامت	تعداد مشاهدات	میانگین	میانه	بیشترین مقدار	کمترین مقدار	انحراف معیار	چولگی	ضریب کشیدگی
محافظه‌کاری مشروط	CC	966	029/0-	026/0-	755/0	228/1-	166/0	074/1-	121/2
اندازه شرکت	SIZE	966	637/13	444/13	009/19	031/10	517/1	848/0	241/4
اهرم مالی	LEV	966	624/0	619/0	060/3	090/0	257/0	792/2	487/2
رشد دارایی‌ها	GRO	966	176/0	133/0	125/2	490/0-	264/0	044/2	058/12
ارزش بازار به ارزش دفتری	MB	966	883/2	321/2	076/32	850/12-	707/3	524/1	571/18
نرخ بازده حقوق صاحبان سهام	ROE	966	263/0	280/0	507/2	695/3-	630/0	612/2-	474/48
محدودیت در تأمین مالی	FC	966	396 مشاهده 40%
			580 مشاهده 60%
حساسیت جریانات نقدی نامتقارن	ACF	966	84 مشاهده 7/8%
			882 مشاهده 3/91%

منبع: یافته‌های پژوهشگر

9-2- آزمون نرمال بودن داده‌ها

برای بررسی نرمال بودن داده­ها فرضیاتی از آزمون کولموگوروف – اسمیرنوف استفاده شده است که نتایج در جدول 3 ارائه شده است. نتایج آزمون (K-S) نشان می‌دهد که توزیعمتغیر وابسته تحقیق (محافظه‌کاری مشروط) از توزیع نرمال پیروی می‌کند لذا با توجه به اینکه متغیر وابسته دارای توزیع نرمال می‌باشد بر همین اساس از روش­های آماری پارامتریک استفاده می‌شود.

 

جدول 3- نتایج آزمون کولموگوروف – اسمیرنوف

متغیر	علامت	آماره Z	سطح معناداری (sig)
محافظه‌کاری مشروط	CC	081/1	110/0
اندازه شرکت	SIZE	276/1	071/0
اهرم مالی	LEV	187/1	085/0
رشد دارایی­ها	GRO	673/3	000/0
ارزش بازار به ارزش دفتری	MB	594/6	000/0
نرخ بازده حقوق صاحبان سهام	ROE	257/1	077/0

منبع : یافته­های پژوهشگر

9-3- همبستگی بین متغیرها

برای بررسی همبستگی بین متغیرهای کمی از ضریب همبستگی پیرسون (به علت نرمال بودن متغیرهای وابسته) بهره‌گیری شده است؛ که نتایج حاصل از این آزمون در جدول 4 ارائه شده است.

 

جدول 4- ماتریس همبستگی پیرسون برای متغیرهای کمی تحقیق

Correlation
Probability	CC	SIZE	LEV	GRO	MB
محافظه‌کاری مشروط	1.000000
	-----
اندازه شرکت	-0.102969	1.000000
	0.0030	-----
اهرم مالی	0.310086	-0.068156	1.000000
	0.0000	0.0499	-----
رشد دارایی­ها	-0.428020	0.208055	-0.114001	1.000000
	0.0000	0.0000	0.0010	-----
ارزش بازار به ارزش دفتری	-0.112702	-0.030064	-0.106742	0.107887	1.000000
	0.0012	0.3876	0.0021	0.0019	-----
نرخ بازده حقوق صاحبان سهام	-0.180275	0.072229	-0.105478	0.124278	-0.133518	1.000000
	0.0000	0.0377	0.0024	0.0003	0.0001	-----

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

مطابق با جدول 4 و فرضیات تدوین شده در سطح اطمینان 95% بین اندازه شرکت و محافظه‌کاری مشروط رابطه منفی و معنی‌داری وجود دارد، این رابطه با ضریب همبستگی (102/0-) از طریق آزمون همبستگی پیرسون بدست آمده است که بیانگر رابطه منفی بین اندازه شرکت و محافظه‌کاری مشروط به میزان 2/10% می­باشد، در سطح اطمینان 95% بین اهرم مالی و محافظه‌کاری مشروط رابطه مثبت و معنی‌داری وجود دارد، این رابطه با ضریب همبستگی (310/0-) از طریق آزمون همبستگی پیرسون بدست آمده است که بیانگر رابطه مثبت بین اهرم مالی و محافظه‌کاری مشروط به میزان 31% می­باشد، در سطح اطمینان 95% بین رشد دارایی­ها و محافظه‌کاری مشروط رابطه منفی و معنی‌داری وجود دارد، این رابطه با ضریب همبستگی (428/0-) از طریق آزمون همبستگی پیرسون بدست آمده است که بیانگر رابطه منفی بین رشد دارایی­ها و محافظه‌کاری مشروط به میزان 8/42% می­باشد.

در سطح اطمینان 95% بین ارزش بازار به ارزش دفتری و محافظه‌کاری مشروط رابطه منفی و معنی‌داری وجود دارد، این رابطه با ضریب همبستگی (112/0-) از طریق آزمون همبستگی پیرسون بدست آمده است که بیانگر رابطه منفی بین ارزش بازار به ارزش دفتری و محافظه‌کاری مشروط به میزان 2/11% می­باشد، در سطح اطمینان 95% بین نرخ بازده حقوق صاحبان سهام و محافظه‌کاری مشروط رابطه منفی و معنی‌داری وجود دارد، این رابطه با ضریب همبستگی (180/0-) از طریق آزمون همبستگی پیرسون بدست آمده است که بیانگر رابطه منفی بین نرخ بازده حقوق صاحبان سهام و محافظه‌کاری مشروط به میزان 18% می­باشد، مابقی ضرایب به دلیل عدم حائز اهمیت نبودن تحلیل نشده است.

 

9-4- آزمون ریشه واحد (مانایی) متغیرهای تحقیق

با توجه بهنتایج ارائه شده درجدول 5 تمامی متغیرهای تحقیق در سطح اطمینان 95 درصد از مانایی برخوردار می‌باشند.

 

جدول 5- آزمون ریشه واحد با استفاده از آزمون دیکی فولر تعمیم‌یافته

متغیر	علامت	تعداد وقفه	مقدار آماره t	سطح معنی‌داری
محافظه‌کاری مشروط	CC	0	882/29-	000/0
اندازه شرکت	SIZE	0	643/4-	000/0
اهرم مالی	LEV	0	406/19-	000/0
رشد دارایی‌ها	GRO	0	778/27-	000/0
ارزش بازار به ارزش دفتری	MB	0	854/28-	000/0
نرخ بازده حقوق صاحبان سهام	ROE	0	834/29-	000/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

9-5- نتایج آزمون فرضیه­های تحقیق

9-5-1-نتایج آزمون فرضیه اول

فرضیه اول:محدودیت در تأمین مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر دارد.

با توجه به نتایجآزمون فرضیه اول که درجدول 6 ارائهشدهاست، سطحمعنی‌داریآماره چاو (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) بوده، بنابراین روش داده­های پانلی نسبت به روش داده­های پولد ارجحیت دارد. همچنین با توجه به اینکه سطح معنی‌داریآماره هاسمن (621/0) بیش از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) بوده، روش رگرسیون با اثرات تصادفی نسبت به روش رگرسیون با اثرات ثابت ارجحیت دارد. در مرحله بعد با توجه به سطحمعنی‌داری آمـاره وایت، 430/0 بوده، رگرسیون دارای ناهمسانی واریانس نمی‌باشد. در مرحله بعد آماره گادفری مورد آزمون واقع شد لذا سطح معنی‌داری آماره گادفری 567/0 بوده، این موضوع بیانگر این است که رگرسیون دارای مشکل خودهمبستگی سریالی نمی‌باشد. در ادامه با توجه به اینکه آماره فیشر (000/0) دارای سطح معناداری زیر (5 درصد) می‌باشد، بنابراین رگرسیون قدرت تبیین دارد. ضریب تعیین مدل نیز گویای آن است که 1/41 درصد از متغیر محافظه‌کاری مشروط توسط متغیرهای وارد شده در مدل تبیین می‌شود. همچنین در بررسی مفروضات رگرسیون کلاسیک نتایج آزمون جارکو برا گویای آن استکهباقیمانده­های حاصلازبرآوردمدلدرسطحاطمینان 95% ازتوزیعنرمالبرخوردار می‌باشند به­طوریکه سطح معنی‌داری مربوطبهاینآزمون بزرگتر از 05/0 است (345/0). همچنین با توجه به این که مقدار آماره دوربین واتسون مدل مابین 5/1 و 5/2 است (247/2) لذا می‌توان گفت در مدل، مشکل خودهمبستگی باقیمانده­ها وجود ندارد. در نهایت با توجه به سطح معناداری محدودیت در تأمین مالی (متغیر مستقل) که زیر 05/0 است (007/0) لذا محدودیت در تأمین مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر مثبت و معناداری دارد.از متغیرهای کنترلی نیز اهرم مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر مثبت و معنادار و رشد دارایی­ها، ارزش بازار به ارزش دفتری و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر منفی و معناداری دارد. در نهایت با آزمون همخطی میان متغیرهای تحقیق نیز مقدار آماره VIF (عامل تورم واریانس) برای تمامی متغیرها از 10 کوچکتر بوده و بیانگر این است که میان متغیرهای تحقیق مشکل همخطی شدید وجود ندارد.

 

جدول 6-نتایج آزمون فرضیه اول

نام متغیر	نماد متغیر	ضریب رگرسیون	آماره t	سطح معنی‌داری	آمارهVIF
مقدار ثابت	C	176/0	014/1	310/0	-
محدودیت در تأمین مالی	FC	028/0	416/2	007/0	434/1
اندازه شرکت	SIZE	019/0-	503/1-	133/0	315/1
اهرم مالی	LEV	180/0	690/5	000/0	032/1
رشد دارایی­ها	GRO	210/0-	049/10-	000/0	122/1
ارزش بازار به ارزش دفتری	MB	004/0-	871/2-	004/0	127/1
نرخ بازده حقوق صاحبان سهام	ROE	040/0-	629/4-	000/0	131/1
019/4 (000/0)	آماره دوربین واتسون	247/2
411/0	آماره جارکو برا (سطح معنی‌داری)	585/2 (345/0)
567/0	Prob. 567/0
621/0	Prob. 430/0
406/4	Prob. 621/0
639/1	Prob. 000/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

10-5-2- نتایج آزمون فرضیه دوم

فرضیه دوم:حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبرمحافظه‌کاری مشروط تأثیر دارد.

با توجه به نتایجآزمون فرضیه دوم که درجدول 7 ارائهشدهاست، سطح معنی‌داری آماره چاو (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) بوده، بنابراین روش داده­های پانلی نسبت به روش داده­های پولد ارجحیت دارد. همچنین با توجه به اینکه سطح معنی‌داری آماره هاسمن (571/0) بیش از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) بوده، روش رگرسیون با اثرات تصادفی نسبت به روش رگرسیون با اثرات ثابت ارجحیت دارد. در مرحله بعد با توجه به سطحمعنی‌داری آمـاره وایت، 418/0 بوده، رگرسیون دارای ناهمسانی واریانس نمی‌باشد. در مرحله بعد آماره گادفری مورد آزمون واقع شد لذا سطح معنی‌داری آماره گادفری 617/0 بوده، این موضوع بیانگر این است که رگرسیون دارای مشکل خودهمبستگی سریالی نمی‌باشد. در ادامه با توجه به اینکه آماره فیشر (000/0) دارای سطح معناداری زیر (5 درصد) می‌باشد، بنابراین رگرسیون قدرت تبیین دارد. ضریب تعیین مدل نیز گویای آن است که 3/41 درصد از متغیر محافظه‌کاری مشروط توسط متغیرهای وارد شده در مدل تبیین می‌شود. همچنین در بررسی مفروضات رگرسیون کلاسیک نتایج آزمون جارکو برا گویای آن استکهباقیمانده­های حاصلازبرآوردمدلدرسطحاطمینان 95% ازتوزیعنرمالبرخوردارمی‌باشندبه­طوریکه سطح معنی‌داری مربوطبهاینآزمون بزرگتر از 05/0 است (345/0). همچنین با توجه به این که مقدار آماره دوربین واتسون مدل مابین 5/1 و 5/2 است (252/2) لذا می‌توان گفت در مدل، مشکل خودهمبستگی باقیمانده­ها وجود ندارد. در نهایت با توجه به سطح معناداری حساسیت جریانات نقدی نامتقارن (متغیر مستقل) که بالای 05/0 است (083/0) لذا حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبر محافظه‌کاری مشروط تأثیر معناداری ندارد.از متغیرهای کنترلی نیز اهرم مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر مثبت و معنادار و رشد دارایی‌ها، ارزش بازار به ارزش دفتری و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر منفی و معناداری دارد. در نهایت با آزمون همخطی میان متغیرهای تحقیق نیز مقدار آماره VIF (عامل تورم واریانس) برای تمامی متغیرها از 10 کوچکتر بوده و بیانگر این است که میان متغیرهای تحقیق مشکل همخطی شدید وجود ندارد.

جدول 7-نتایج آزمون فرضیه دوم

نام متغیر	نماد متغیر	ضریب رگرسیون	آماره t	سطح معنی‌داری	آمارهVIF
مقدار ثابت	C	197/0	135/1	256/0	-
حساسیت جریانات نقدی نامتقارن	ACF	030/0-	730/1-	083/0	009/1
اندازه شرکت	SIZE	020/0-	607/1-	108/0	034/1
اهرم مالی	LEV	179/0	668/5	000/0	032/1
رشد دارایی‌ها	GRO	205/0-	088/10-	000/0	064/1
ارزش بازار به ارزش دفتری	MB	004/0-	825/2-	004/0	104/1
نرخ بازده حقوق صاحبان سهام	ROE	039/0-	612/4-	000/0	117/1
054/4 (000/0)	آماره دوربین واتسون	252/2
413/0	آماره جارکو برا (سطح معنی‌داری)	585/2 (345/0)
482/0	Prob. 617/0
656/0	Prob. 418/0
783/4	Prob. 571/0
642/1	Prob. 000/0

منبع : یافته­های پژوهشگر

 

9-5-3- نتایج آزمون فرضیه سوم

فرضیه سوم:حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط تأثیر دارد.

با توجه به نتایجآزمون فرضیه سوم که درجدول 8 ارائهشدهاست، سطح معنی‌داری آماره چاو (000/0) کمتر از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) بوده، بنابراین روش داده­های پانلی نسبت به روش داده­های پولد ارجحیت دارد. همچنین با توجه به اینکه سطح معنی‌داری آماره هاسمن (785/0) بیش از سطح خطای مورد پذیرش (5 درصد) بوده، روش رگرسیون با اثرات تصادفی نسبت به روش رگرسیون با اثرات ثابت ارجحیت دارد. در مرحله بعد با توجه به سطحمعنی‌داری آمـاره وایت، 403/0 بوده، رگرسیون دارای ناهمسانی واریانس نمی‌باشد. در مرحله بعد آماره گادفری مورد آزمون واقع شد لذا سطح معنی‌داری آماره گادفری 634/0 بوده، این موضوع بیانگر این است که رگرسیون دارای مشکل خودهمبستگی سریالی نمی‌باشد. در ادامه با توجه به اینکه آماره فیشر (000/0) دارای سطح معناداری زیر (5 درصد) می‌باشد، بنابراین رگرسیون قدرت تبیین دارد. ضریب تعیین مدل نیز گویای آن است که 4/41 درصد از متغیر محافظه‌کاری مشروط توسط متغیرهای وارد شده در مدل تبیین می‌شود. همچنین در بررسی مفروضات رگرسیون کلاسیک نتایج آزمون جارکو برا گویای آن استکهباقیمانده­های حاصلازبرآوردمدلدرسطحاطمینان 95% ازتوزیعنرمالبرخوردار می‌باشند به­طوریکه سطح معنی‌داری مربوطبهاینآزمون بزرگتر از 05/0 است (345/0). همچنین با توجه به این که مقدار آماره دوربین واتسون مدل مابین 5/1 و 5/2 است (251/2) لذا می‌توان گفت در مدل، مشکل خودهمبستگی باقیمانده­ها وجود ندارد. در نهایت با توجه به سطح معناداری حساسیت جریانات نقدی نامتقارن در شرایط محدودیت در تأمین مالی (متغیر مستقل) که بالای 05/0 است (326/0) لذا حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط تأثیر معناداری ندارد؛اما از متغیرهای کنترلی نیز اهرم مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر مثبت و معنادار ورشد دارایی­ها، ارزش بازار به ارزش دفتری و نرخ بازده حقوق صاحبان سهام بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر منفی و معناداری دارد. در نهایت با آزمون همخطی میان متغیرهای تحقیق نیز مقدار آماره VIF (عامل تورم واریانس) برای تمامی متغیرها از 10 کوچکتر بوده و بیانگر این است که میان متغیرهای تحقیق مشکل همخطی شدید وجود ندارد.

جدول 8- نتایج آزمون فرضیه سوم

نام متغیر	نماد متغیر	ضریب رگرسیون	آماره t	سطح معنی‌داری	آمارهVIF
مقدار ثابت	C	199/0	145/1	252/0	-
محدودیت در تأمین مالی	FC	024/0	007/2	014/0	523/1
حساسیت جریانات نقدی نامتقارن	ACF	062/0-	727/1-	084/0	397/2
حساسیت جریانات نقدی نامتقارن در شرایط محدودیت در تأمین مالی	ACF_FC	040/0	981/0	326/0	598/2
اندازه شرکت	SIZE	020/0-	610/1-	107/0	315/1
اهرم مالی	LEV	176/0	559/5	000/0	033/1
رشد دارایی‌ها	GRO	209/0-	958/9-	000/0	124/1
ارزش بازار به ارزش دفتری	MB	004/0-	853/2-	004/0	128/1
نرخ بازده حقوق صاحبان سهام	ROE	040/0-	643/4-	000/0	135/1
003/4 (000/0)	آماره دوربین واتسون	251/2
414/0	آماره جارکو برا (سطح معنی‌داری)	585/2 (345/0)
455/0	Prob. 634/0
698/0	Prob. 403/0
733/4	Prob. 785/0
628/1	Prob. 000/0

منبع: یافته­های پژوهشگر

 

10-  تحلیل و تفسیر نتایج آزمون فرضیه‌ها

10-1- تحلیل و تفسیر نتایج فرضیه اول

با توجه به اینکه ادعا شده بود «محدودیت در تأمین مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر دارد» نتایج حاصل از آزمون رگرسیون تأثیر محدودیت در تأمین مالی بر محافظه‌کاری مشروط را تأییدمی‌کند. تحلیل­ها نشان می‌دهدکه محدودیت در تأمین مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر مثبت و معناداری دارد. به طوری­که به ازای یک واحد افزایش در محدودیت در تأمین مالی، 008/0 واحد تغییر در محافظه‌کاری مشروط ایجاد می‌شود. نتایج و یافته­های این فرضیه با نتایج تحقیق دانیل و همکاران[viii] (2014) مغایر بوده است. زیرا آن­ها در این تحقیق دریافتند که محدودیت در تأمین مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر منفی و معناداری دارد. احتمالاً این تفاوت نتایج به علت متفاوت بودن فضای اقتصادی کشورها و یا تفاوت در مدل محافظه‌کاری هر دو تحقیق باشد.

 

10-2- تحلیل و تفسیر نتایج فرضیه دوم

با توجه به اینکه ادعا شده بود «حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر دارد» نتایج حاصل از آزمون رگرسیون تأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر محافظه‌کاری مشروط را تأییدنمی‌کند. تحلیل­ها نشان می‌دهدکه حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر معناداری ندارد. نتایج و یافته­های این فرضیه با نتایج تحقیق دانیل و همکاران (2014) مغایر بوده است. زیرا آن­ها در این تحقیق دریافتند که حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر منفی و معناداری دارد. احتمالاً این تفاوت نتایج به علت متفاوت بودن فضای اقتصادی کشورها و یا تفاوت در مدل محافظه‌کاری هر دو تحقیق باشد.

 

10-3-تحلیل و تفسیر نتایج فرضیه سوم

با توجه به اینکه ادعا شده بود «حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط تأثیر دارد» نتایج حاصل از آزمون رگرسیون تأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط را تأییدنمی‌کند. تحلیل­ها نشان می‌دهدکه حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط تأثیر مثبت و معناداری ندارد. به طوری­که به ازای یک واحد افزایش در محدودیت در تأمین مالی، 040/0 واحد تغییر در محافظه‌کاری مشروط ایجاد می‌شود در مورد نتایج و یافته­های این فرضیه، تحقیق مشابهی یافت نشد.

 

10-4- بحث و نتیجه‌گیری

با توجه به تجزیه‌وتحلیل فرضیه‌ها ارائه شد، نتیجه‌گیری کلی تحقیق به شرح زیر می‌باشد: محافظه‌کاری حسابداری، عدم قطعیت و عدم تقارن اطلاعاتی را با گزارش کمتر خوش‌بینانه دارایی‌ها و سود خالص و با گزارشگری بهنگام تر اخبار بد، می‌کاهد. بر همین اساس لافونـدو واتز (2008) محافظه‌کاری را عاملی بازدارنده برای مدیران بیش از حد خوش‌بین می‌دانند؛ بنابراین با توجه به مطالب مذکور هدف اصلی این تحقیقبررسیتأثیر حساسیت جریانات نقدی نامتقارن بر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروطمی باشد. لذا نتایج تحقیق از این قرار است که محدودیت در تأمین مالی بر محافظه‌کاری مشروط تأثیر مثبت و معناداری دارد. حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبرمحافظه‌کاری مشروط تأثیر معناداری ندارد. حساسیت جریانات نقدی نامتقارنبر رابطه محدودیت در تأمین مالی و محافظه‌کاری مشروط تأثیر معناداری ندارد. در مورد تحلیل حاصل از نتایج تحقیق می‌توان گفت با توجه به اینکه محدودیت در تأمین مالی یکی از مواردی می‌باشد که نشان‌دهنده وضعیت اعتباری واحد اقتصادی می‌باشد لذا هنگامی که واحد اقتصادی با محدودیت در تأمین مالی ایجاد می­شود. سهامداران، مدیر واحد اقتصادی را ملزم کرده تا از رویکرد محافظه‌کارانه بیشتری استفاده نمایند.

با توجه به نتایج حاصل از تحقیق به سرمایه‌گذاران پیشنهاد می‌شود که هنگام تجزیه تحلیل برای خرید سهام شرکت­ها به متغیرهایی همچون محدودیت در تأمین مالی توجه داشته باشند زیرا این متغیر منجر به افزایش رویکرد محافظه‌کاری مدیر می­شود.

 

---

[1]-گروهحسابداری،واحدتهرانمرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران،ایران،نویسندهمسئول[e-mail]      

[2]- گروهحسابداری،واحدتهرانمرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران،ایران.

---

[i]- Gvoly and hayn

[ii]-Ex-post conservatism

[iii]- Gvoly and hayn

[iv]- Aydin and neslihan

[v]- Myers and majluf

[vi]- Drobetz and et al

7-Ball and shivakumar

[viii] Daniel and et al

مراجع

فهرست منابع

1)     آقایی، محمد علی، (1388)، «بررسی عوامل مؤثر بر نگهداری موجودی نقدی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، پژوهش‌های حسابداری مالی، شماره 1 و 2، صص 53-7.

2)     تهرانی، رضا و رضا حصارزاده، (1388)، «تأثیر جریان‌های نقدی آزاد و محدودیت در تأمین مالی بر بیش سرمایه‌گذاری و کم سرمایه‌گذاری»، تحقیقات حسابداری و حسابرسی، شماره سوم، صص 50-67.

3)     حسین پور، زهرا، (1384)، «بررسی بین عوامل مؤثر و حساسیت سرمایه‌گذاری–جریان نقدی در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، پایان‌نامه کارشناسی ارشد-دانشگاه علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان.

4)     سالاری، (1393)، «بررسی تأثیر نظارت خارجی بر رابطه محدودیت مالی نشات گرفته از دارایی‌های نقدی و حساسیت جریان نقدی نامتقارن در شرکت‌های پذیرفته شده بورس اوراق بهادار تهران»، پایان‌نامه کارشناسی ارشد-دانشکدهاقتصاد و حسابداری، دانشگاه آزاد واحد تهران مرکزی.

5)     قربانی، سعید و مجتبی عدیلی، (1391)، «نگهداشت وجه نقد، ارزش شرکت و عدم تقارن اطلاعاتی»، دانش حسابداری، سال سوم، شماره 8، صص 131-149.

6)      کاشانی پور، احمد و بیژن نقی نژاد، (1388)، «بررسی اثر محدودیت‌های مالی بر حساسیت جریانات نقدی وجه نقد»، تحقیقات حسابداری شماره دوم، صص 93-72.

7)     کاشانی پور، محمد، سعید راسخی، بیژن نقی نژاد و امیر رسائیان، (1388)، «بررسی رابطه بین محدودیت‌های مالی با حساسیت جریانات نقدی وجه نقد»، مجله پیشرفت‌های حسابداری دانشگاه شیراز، دوره دوم، شماره دوم، صص 74-51.

8)     کرمی، غلامرضا و همکاران، (1388)، «بررسی رابطه بین ساز و کارهای نظام راهبری شرکت و محافظه‌کاری در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران»، فصلنامه تحقیقات حسابداری، سال دوم، شماره هفتم.

9)     کمیته تدوین استانداردهای حسابداری، (1386)، «استانداردهای حسابداری»، چاپ نهم، انتشارات سازمان حسابرسی، تهران.

10) ملکیان، اسفندیار و همکاران، (1390)، «بررسی رابطـه بـین وجـه نقد نگهداری شده و عوامل تعیین‌کننده آن در شرکت‌های پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار»، فصلنامه تحقیقات حسابداری و حسابرس، سال سوم، شماره 11، صص 96.

11) نقی نژاد، بیژن، (1387)، «بررسی اثر محدودیت‌های مالی بر حساسیت جریانات نقدی- سرمایه‌گذاری»، پایان‌نامه کارشناسی ارشد رشته حسابداری، دانشگاه علوم اقتصاد و اداری دانشگاه مازندران.

12) کردستانی، غلامرضا و محمد اصل روستا، (1392)، «ارزیابی محافظه‌کاری مشروط به عنوان فاکتور ریسک»، فصلنامه پژوهش‌های حسابداری مالی و حسابرسی، شماره هجدهم، صص 31-53.

13) مشایخ، شهناز و شیوا میمنت آبادی، (1393)، «افشای حسابداری، کیفیت حسابداری، محافظه‌کاری شرطی و غیر شرطی»، شماره 24، صص 53-70.

14)  Acharya, V.V., Almeida, H., Campello, M., (2007), “Is Cash Negative Debt? A Hedging Perspective on Corporate Financial Policies”, J. Financ. Intermed. 16, PP. 515–554.

15)  Allayannis,G.mozumdar,A. (2004), “The Impact of the Cash Flow Sensitivity of Cash and Cash Flow Sensitivity of Investment on Financially Constrained”, Journal of Banking  finance 28. PP. 901-930.

16)  Almeida, H. C. ( 2007), "Is Cash Negative Debt? A Hedging Perspective on Corporate Financial Policies", Journal of Financial Intermediation, PP. 515–554.

17)  Almeida, H., Campello, M., Weisbach, M.S., (2004), “The Cash Flow Sensitivity of Cash”, J. Finance 59, PP. 1777–1804.

18)  Beaver, W. a. (2005), "Onditional and Unconditional Conservatism: Concepts and Modeling", Review of Accounting Studies, PP. 269-309.

19)  Chandra, u. c. (2004), "Ncome Conservatism in the us Technology Sector", the Bradley Policy Research Center, Financial Research and Policy, PP. 1-4.

20)  Dichu Bao. Kam C, Chan .Weining Zhang. (2012),“Asymmetric Cash Flow Sensitivity of Cash Holdings”, Journal of Corporate Finance 18 , PP. 690–700

21)  Drobetz, W. G. (2010), "Information Asymmetry and the Value of Cash", Journal of Banking & Finance, PP. 377-384.

22)  Givoly,D and Hayan,C,  (2000), « Changing Time-series Properties of Earnings, Cash Flows and Accruals: Has Financial Reporting Become more Conservative?», Journal of Accounting and Economics, 29(3), PP. 287-320

23)  Harford, Jarrad; Mansi, Sattar A., and William F. Maxwell, (2008), "Corporate Governance and Firm Cash Holdings", Journal of Financial Economics, Vol. 87, PP.535-555.

24)  Jensen, M.C., (1986), “Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance and Takeovers”, Am. Econ. Rev. 76, PP. 323–329.

25)  LaFond, R. & Watts, R. L. (2008), "The Information Role of Conservatism", The Accounting Review, 83, PP. 447–478.

 

26)  Myers، S.C.، Majluf، N.S.، (2005), "Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information that Investors Do Not Have", Journal of Financial Economics 13, PP. 187-221.

27)  . Opler, T. P. (1999), "The Determinants and Implications of Corporate Cash Holdings", Journal of Financial Economics, PP. 3–46.

28)  Ozkan,A. (2004), “Corporate Cash Holding:An Emprical Investigation of UK Companics”, Journal of Banking finance 28. PP. 2103-2134

29)  Richardson, S. R. (2005), "Accrual Reliability, Earnings Persistence and Stock Prices", Journal of Accounting and Economics, PP. 437-485.

30)  Riddick, L.A., Whited, T.M., (2009), “The Corporate Propensity to Save”, J. Finance 64, PP. 1729–1766.

 

 

 

 

یادداشت‌ها